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Tema 7 El Teorema de Burke y las redes de colas

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Tema 7 El Teorema de Burke y las redes de colas
Tema 7
El Teorema de Burke y las redes de colas
Eytan Modiano
Instituto Tecnológico de Massachusetts
Eytan Modiano
Diapositiva 1
El Teorema de Burke
•
Una propiedad interesante de las colas M/M/1 que simplifica
enormemente su combinación dentro de una red es el hecho
de que la salida de una cola M/M/1 con una tasa de llegada λ
es un proceso de Poisson de tasa λ:
–
•
Esto forma parte del Teorema de Burke, que continúa a partir de esta
reversibilidad
Una cadena de Markov posee la siguiente propiedad:
–
P[futuro | presente, pasado] = P[futuro | presente]
Condicional en el estado actual (presente); los estados pasados y futuros
son independientes
P[pasado | presente, futuro] = P[pasado | presente]
=> P[Xn=j |Xn+1 =i, Xn+2=i2,...] = P[Xn=j | Xn+1=i] = P*ij
Eytan Modiano
Diapositiva 2
El Teorema de Burke (continuación)
•
La secuencia de estados recorrida hacia atrás en el tiempo, en el estado
estacionario es, una vez más, una cadena de Markov y se puede
demostrar fácilmente que:
piP*ij = pjPji
•
(Ej.: M/M/1 (pn)λ=(pn+1)µ)
Una cadena de Markov es reversible si P*ij = Pij:
– Las probabilidades de transición en un sentido son las mismas que en
sentido contrario
– En caso de ser reversible, es imposible distinguir estadísticamente
la secuencia de estados recorrida hacia atrás en el tiempo de la
secuencia recorrida hacia adelante
•
Una cadena es reversible si p iPij=pjPji
•
Todos los procesos de nacimiento y muerte son reversibles:
–
Eytan Modiano
Diapositiva 3
Se deben cumplir las ecuaciones de equilibrio detalladas
Implicaciones del Teorema de Burke
Llegadas
Tiempo
Salidas
Tiempo
•
Dado que las llegadas en el sentido del tiempo dan lugar a un proceso
de Poisson, las salidas en sentido inverso formarán también un proceso
de Poisson
•
Dado que el proceso inverso es estadísticamente el mismo que el
proceso hacia adelante en el tiempo, el proceso de salida (en el sentido
del tiempo) es un proceso de Poisson
•
Por el mismo motivo, el estado (paquetes que hay en el sistema) tras una
salida (en el sentido del tiempo) es independiente de las salidas anteriores
–
Eytan Modiano
Diapositiva 4
En el proceso inverso el estado es independiente de las futuras llegadas
REDES DE COLAS
Exponencial
Poisson
λ
Exponencial
Poisson
M/M/1
λ
M/M/1
?
Poisson
λ
•
El proceso de salida de una cola M/M/1 es un proceso de Poisson
con la misma tasa λ que el de entrada
•
¿Es la segunda cola de tipo M/M/1?
Eytan Modiano
Diapositiva 5
Suposición de independencia
(Kleinrock)
•
Presupone que los tiempos de servicio son independientes de una
cola a otra:
– No es una premisa realista: el tiempo de servicio de un paquete lo
determina su tamaño y éste no varía de una cola a otra
x1
1
Enlace 3,4
3
x2
4
2
•
Xp = tasa de llegada de los paquetes por la ruta p
•
Let λ ij = tasa de llegada de los paquetes al enlace (i,j)
λ ij =
∑Xp
P recorre el enlace (i, j)
•
Eytan Modiano
Diapositiva 6
µij = tasa de servicio en el enlace (i,j)
Aproximación de Kleinrock
•
Presupone que todas las colas se comportan como colas M/M/1
independientes:
Nij =
•
i, j
λ=
Eytan Modiano
Diapositiva 7
µij − λ ij
N = Promedio de paquetes presentes en la red; T = Promedio de
espera de los paquetes en la red:
N = ∑ Nij =
•
λ ij
∑
X
λ ij
µij − λij
,
T=
N
λ
= tasa total de llegadas externas
P
todos los caminos p
La aproximación no siempre es exacta, pero resulta útil cuando la
precisión en la predicción no constituye un factor crítico:
–
–
Importa el rendimiento relativo, no el real
Ej.: diseño de la topología
Efecto de intercambio lento
paquetes cortos
Paquete largo
cola
•
cola
Ejemplo de acumulación por el efecto de intercambio lento:
–
–
•
cola
Los paquetes largos requieren más tiempo de servicio en cada nodo
Los paquetes más cortos alcanzan a los largos
Es similar a lo que sucede en carretera:
– Un vehículo lento seguido de muchos vehículos más rápidos que él
debido a que lo alcanzan sin poder adelantarlo
Eytan Modiano
Diapositiva 8
Redes de Jackson
•
•
Llegadas externas independientes de Poisson
Tiempos de servicio exponenciales independientes:
–
•
Enrutamiento independiente de paquetes:
–
Cuando un paquete abandona el nodo i, se dirige al nodo j con
probabilidad Pij
El paquete abandona el sistema con probabilidad 1 −=
Pij
–
Los paquetes pueden volver a entrar en la red
–
•
La misma tarea tiene distintos tiempos de servicio en diferentes colas
∑
j
Tasa de llegada en el nodo i:
λ i = ri +=∑k λ k Pki
Llegadas
externas
–
–
Eytan Modiano
Diapositiva 9
Llegadas internas desde
otros nodos
Se puede resolver el conjunto de ecuaciones para obtener un único λ i
Tasa de servicio en el nodo i = µ i
Redes de Jackson (continuación)
r
+ λ= µ >> λ=
Entrada externa
Entradas internas
•
•
Entrada externa
Los clientes vuelven a la cola con probabilidad P
λ== r + Pλ==> λ== r/(1-P)
Cuando P es grande, cada llegada externa va seguida de un aluvión
de llegadas internas
–
Eytan Modiano
Diapositiva 10
(1−P) λ
Los clientes son atendidos con rapidez (µ >> λ)=
Los clientes salen con probabilidad (1-P)
–
–
•
x
λP
Las llegadas a las colas no son llegadas de Poisson
Teorema de Jackson
•
•
v
n = (n 1 , n2 L nk )
Definimos el estado del sistema como
donde ni es el número de clientes presentes en el nodo i
Teorema de Jackson:
i=k
v i=k
n
P(n ) = ∏=
Pi ( ni ) = ∏ ρ i i (1 −=ρ i ),
i 1
•
i 1
λi
donde ρ i =
µi
Es decir, en estado estacionario, el estado del nodo i (n i) es independiente
de los estados de los nodos restantes (en un tiempo dado):
– Colas M/M/1 independientes
– Sorprendente resultado que indica que las llegadas a cada una de las colas
no son ni llegadas de Poisson ni independientes
– Similar a la suposición de independencia de Kleinrock
– Reversibilidad:
Las salidas exógenas son independientes y de Poisson
El estado de todo el sistema es independiente de las salidas exógenas anteriores
Eytan Modiano
Diapositiva 11
Ejemplo
λ1
r
3/8
λ1 = ?
λ2 = ?
P(n1,n2) = ?
Eytan Modiano
Diapositiva 12
λ2
µ1
µ2
2/8
3/8
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